398 MBI - Inventario de Burnout de MAslach

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398. MBI - Inventario de Burnout de MAslach/Cuestionario.jpg
398. MBI - Inventario de Burnout de MAslach/Protocolo MBI de Malash.pdf
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398. MBI - Inventario de Burnout de MAslach/Test Bournot de Malash MBI.pdf
OTRAS PRUEBAS PUBLICADAS POR IEA EDICIONES
Y RELACIONADAS CON EL IEMA
CLIMA SOCIAt, ESCAI.AS DE
r (R' H Mool
Evoluoción de los corocterr$icos socioombientoles y los relociones personoes en dversos contex-
iosr ftobojo, forniLio, cenlros e4olores y cenlros penilencioros
ISRA, Inventorio de Situociones y Respuestos de Ansiedod
(J, J, Mrguel lobal y A, R, Cono V¡ndel)
Evo uoción de los respuestos cogniiivos, f siológcos y moioros de onsedod onie siluociones de lo
vido cotdiono,
JAS,"lnventorio de Aciividod de Jenkins
(C, D. lenkins, S, L Z\Fonski y R, H, Rosennon)
Aprecio e potrón de conducto 'Iipo A" corocterístico oe perso'tos con 'iesgo de problemos
cordiovosculores.. junto con ottos tres escolos oflnest Ropidez e impociencio, lmpicociÓn en el
lr^hnió a l*n' rls v d'rn¡omncliiividOd,
MPS. Escolo de l¡loiivociones Psicosocioles
(J.1. Fenóndez Seoto)
EvoLuoción de o gunos foctores y componentes de los molivoclones en eJ mundo loborol'
STAI. Cue$ionorio de Ansiedod Estodo/Rosgo
/a n C^iÁlh6'.'6r D I É.yct ¡h r¡D F l|<honpl' 
\ w . e . l P t c t w o t v e t ¡ | r \ ' L r w r " w t ' v )
Auloevoluoción de o onsiedod como estodo fonstorio y como rosgo loienle
Froy Bernordino de Sohogún,24 . 2E03ó MADRID
Tel.: (91) 359 83 I I - 3457026 Fox: (91) 345 6ó 08
rsBN 84-7174-452-X
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Inventorio
"Bufnoul"
de Mosloch
C Mosloch y S. E. Jockson
TEA Ediciones
MBI
INVENTARIO (BURNOUT))
DE MASLACH
DINDROME DEL ((QUEMADO)) POR
¡srnÉs LABoRAL AStsrENctAL
C, Maslach y S, E.Jackson
MANUAL
puBLtcActoNEs DE psrcoLoeh nplclol
Serie menor núm. 21 I
Publicado por TEA Ediciones, S.A., según acuerdo especial con el propietano original,
CPP, Corusurlruc PsycHorocrsrs Pnrss, 1ruc., Plro Arro, Crurontn, USA,
que se reserva lodos los derechos
MADRID 1997
' i ' r
.44
fitulo original:
<Maslach Burnout Inventory, Manualr, Christina Maslach y Susan E. Jackson.
Consulting Psychologists Press, Inc., Palo Alto, California.
La adaptación española de la prueba, los esludios
estadísticos y la redacción del Manual han sido realizados
por Nicolás Seisdedos, técnico del Departamento l+D
de TEA Ediciones, S.4..
Copyrighl O 1986 by CPP, Consulting Psychologists Quedan rigurosamenle prohibidas, sin la aulor¡zac¡ón escrila
Press, Palo Alto, California, USA. de los titulares del"Copyright', bajo las sanciones eslablecidas en
copyrish, de ra edic¡ón españcira@ 1ee7 by TEA lffiJ:l5J#fr[Hl?fl*Xñ:1i11:;:í:i:",1ffiH||il:1
Ediciones' s A ' Madtid' España to ¡nformático, y la distribución de eiemplares de ella medianie
LS.B.N.: 84 - 7174 - 452 - X. alquiler o próstamo públicos.
Depósito legal: l\4 - 15.218 ' 1997. .. i¡ r.' 
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Edita: TEA Ediciones, S.A.; Fray Bernardino de Sahagún, 24 - 28036 Madr¡d
. Printed ¡n Spa¡n. lmpreso en España por lmp. Casillas, Agustín Calvo, 47, 28043 Madrid
ICEÍND
rNtnooucclóN
2 .
1 . opscnrpclóN GENERAL
1.1. Ficha técnica
1.2. Fundamentos y datos históricos
1.3. Material para la aolicación
NORMAS DE APLICACIÓN Y CORRECCIÓN ..................
2.1. Norrnas generales .. . . . . . . . . . : . . . . . . . . . . . . . .
2.2. Obtención de Ias puntuaciones .. . . . . . . . . . . . . . . .
3 JUSTIFICACION ESTADISTICA
3.1. Estudios originales...,
3.2. Adaptación esoañola
3.3. Análisis de elementos
3.4. Capacidad discriminativa de las escalas
3.5. Fiabilidad
3.6. Validez
3.7. Otros estudios espaioles
3. 8. Su gerencras para invest igaciones futuras . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
3.9. Estrés laboral asistencial en docentes.
NORMAS INTERPRETATIVAS ..,...........,..
4.1 . Muestra normativa
4.2. Criterios para la interpretación ...............
Tabla de Baremos
BIBLIOGRA-F'ÍA
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7
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12
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29
3 1
3 1
34
4 .
\- ' 'a :
INTRODUCCIÓN
Los profesionales de instituciones de serwicios socia-les, sanitarios y educativos se ven forza-
dos a implicarse durante muchas ho.as !ffi p-iobÉ;;s y preocupá¿ioherdé Iás--personas con
las. clue se relacionan profesiona lmente. Frecuentemente, /a 
- interáccióm del pfofes-i6Fá1 con el
sujeto se centiá en los problemas actuales de éste rsalud. hib"ne m endielá¡Íbñe-f pd6ón ales o
laborales, etc.), y éstos vienen cargados con muy diversos sentimientos, tales cono la preocupa-
ción, el miedo, el rechazo, el odio, la desesperación, etc.
Por otra parte, como 4,o s.iglqprg ,9g o=bvia ia solución a estos problemas ni fácilmente alcanza-
ble, esa interacción ael pr;T.s-ió"ai-c; el sujeto se hace ambigua y frustrante. En consecuencia,
el profesional que continuamente trabaja con péisonas en esa labor asistenciál va acumulando
un estrés crónico que puede qa-nsarl e emssiotalm*ente ¡ frnalmente, llevarle a una situación de
agotado o quemadn. Por todo esto, y para evitar el término inglés (burnout) que ha comenzado a
entrar v extenderse en el ambiente universitarió, parece preferible denominar este constructo
con la siguiente perífrasis: síndrome del estrés Iaboral asistencial.
El término inglés .burnout" alude a esa disfunción descrita en los párrafos anteriores.
A:rtes de entrar en Ia terninología psicológica, el término se empleaba entre los atletas
y depor-
tistas para aludir a ese estado en que Ia persona no logra los resultados esperados de un
entrenaniento a fondo. El término pasa luego a la problemática de los servicios sociales, y la
autora C. Maslach lo dio a conocer en el ambiente psicológico en 1977 en una convención de la
APA (Asociación Americana de Psicólogos). El síndrome del quemado conlleva los síntomas de
.agotamienLo enrocional. i"rp.gl:9¡glzes|on y disnrnución {e..!a. reali4aqip¡ person¿rl. y puede
aParecer prlncrpahtente en prolesionales que trabajan con personas y se implican en los proble-
mas de éstas. Cuando se dice que este profesional está quemado se indica que la situación
(familiar, social o laboral) le ha sobrepasado y ha quedado reducida su capacidad de adaptación.
Puede ser variada la óasuística y el conjunto de variabies que intervienen en el proceso de
desgaste que ocurre en el profesional, pero en los párrafos que siguen dichas variables se
condensan en los tres aspectos que intenta apreciar la presente prueba, el Inventario de Maslach
(MBI).
Una de las primeras claves del síndrome es el incremento del cansancio emocional. Cuan-
do la fuerza o capital emocional se va consumiendo, el profesional ve cómo se vacía su capacidad
de entrega a los demás, tanto desde un nivel personal como psicológico.
Otro aspecto rlel síndrome es Ia despersonalización, es decir, Ia aparición de unos senti-
mientos v actitudes negativas y cínicas acerca del sujeto con el que trabaja. Este proceso de
endurecimiento, o incluso de deshumanización, en relación con sus casos lleva a los profesiona-
les a considerar que esas personas son algo o bastante merecedoras de sus problemas. El desarro-
llo de la despersonalización aparece relacionado con la experiencia del agotamlento emocional,
síntoma visto anteriormente.
Un tercer aspecto es. la reducción de la autorrealización personal. Esto implica la tenden-
cia a evaluarse negativamente, y surge de modo especial cuando el profeSional tqabaja con
personas. En estos casos este profesional puede sentirse infeliz y descontento, consigo mismd¿"
col su l:rbor.
Las consecuencias de este síndrome son, potencialmente, muy peiigrosas para este personal.
para 1os sujetos que reciben su labor y para la misma institución en la que trabaja. Se ha
observado que puede llevar a un deterioro de la calidad de los servicios prestados, al absentismo,
a poca moral de trabajo y a la baja o despido del personal. Cuando los síntomas se agudizan, el
síndrome puede ser el causante de pérdida de profesionalidad, de agotamiento ffsico, de insom-
nio, de abuso del alcohol o drogas o de problemas personales y familiares.
La investigación de las autoras permitió delimitar conceptualmente esas variables y desarro-
llar el instrumento que describe y justifrca este Manual, el MBL Los profesionales de nuestro
país han tenido noticias de los resultados y han querido usa¡lo en su labor profesional (Moreno,
1990). TEA Ediciones se ha hecho eco de esta necesidad y ha realizado una primera adaptación
del Inventarió con muestras españoles.
La colaboración de esos primeros estudiosos del síndrome deI quemada ha facilitado la
puesta a punto del instrumento, su adaptación y una primera tipificación que recoge este Ma-
nual. Encarna Alvarez Gallego (Sa¡rtiago de Compostela), Laurencio Conde Bla¡co (Madrid),
Amalia Escalona (Madrid), Juan Carlos Fernández (FREMAP, Zaragoza), Enrique García Fer-
nández-Abascal (Santander), Mariano García Izquierdo (Murcia), MiIá Gascó Hernández (Thrra-
gona), Gloria Giménez Frontín (Barcelona), Fernando Gómez-Busto (Vitoria), Isabel Hidalgo
Rodrigo y Rubén J. Díaz González (Avila), Ana Belén Martín (Vitoria), Juan Meín (Madrid),
Bernardo Moreno Jiménez (UAM, Madrid), Jesús Navarro Rubio (Madrid), Javier Nebot Ca¡edo
(Barcelona), José Rodríguez Blanco (Salamanca), Loli Ruíz de Alegría (Vitori4), Tbresa Seisdedos
Cubero (Tbrrejón de A¡doz), lbresa Tbrres Coronas (Tarragona) han colaborado prestándonos su
ayuda en la obtención de Ia muestra experimental de población general. Agradecemos esta cola-
boración y animamos a los futr¡¡os usua¡ios del i¡strumento a que nos presten sus datos para
enriquecer el conocimiento del instrumento y Ia elaboración de una mejor tipificación.
N. Seisdedos
Abril 1997
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I.. DESCRIPCIÓN GENER^AL
1.1. FICTIA TECNICA
Au,toras: C. Maslach y S. E. Jackson, 1981.
Adctptación: N. Seisdedos, Departamento de I+D de TEA Ediciones, S.A.
(Madrid).
Procedencia: Consulting Psychologibts Press, Inc., Palo Alto, Califor-
nia, USA.
Aplicación: Individual y colectiva, adultos; tiempo: variable, 10 a 15 minutos.
FincLlidad,: Evaluación de tres variables del síndrome del estrés laboral
asistencial: cansancio emocional, despersonalización y falta de
autorrealización personal.
Material'. Ma¡rual (1997) y Ejemplar autocorregible; es posible Ia utiliza-
. ción de los servicios de corrección mecanizada con la at'uda de
una Hoja de respuestas.
Tipiflcación: Baremos en puntuaciones centiles y típicas, en cada sexo y
en eI total de urra muestra de población general, y estadísticos
descriptivos de varios subgrupos de la pobl4ción asistencial.
1.2. FUNDAMENTOS Y DATOS TIISTÓRICOS
Parte del trabajo realizado originalnente
sobre las dimensiones del estrés laboral
asistencial no ha tenido una fundamentación
teórica estructurada, en eI sentido de que las
variables estudiadas y las hipótesis propues-
tas nó se han derivadq de un nodo cla¡o de
una deterninada teoría de dicho síndrome.
La razón, en parte, ha sido la falta de unos
modelos preexistentes sobre dicho estrés.
Sin embargo, recientemente han surgido
algunas contribuciones teóricas que el lector
interesado puede encontrar en las publica-
ciones de las autoras, así como en las citas
bibliográficas que se recogén al frnal de este
Manual. En ocasiones, algunas de las contri-
buciones han sido ya incorporadas en inves-
tigaciones específrcas.
Originalmente los elementos del MBI se
diseñaron para medir hipotéticos aqpectos
del síndrome del estrés laboral ásistencial:
la entrevista y los datos de cuestionarios
fueron Ia base en los primeros estudios ex-
ploratorios de las actitudes y los sentirnien-
tos que caracterizan a los profesionales qze'
mados. Se revisaron muchas escalas para
definir el material existente, pero no se to-
maron directamente sus elementos.
Los elementos del MBI están redacta-
dos en una forma directa para expresar
unos sentimientos o actitudes personales, y
su versión defrnitiva pasó por unas fases ex-
perimentales que duraron ocho años. En un
principio se usaron 47 elementos que eran
contestados sobre dos continuos de medida:
la frecuencia y Ia intensidad de los senti-
mientos (escalas de tipo Likert, de 0-6 y 0-7
puntos, respectivamente). Los recuadros que
vienen a continuación muestran,ambos con-
tinuos de medida ta-l como han sido utiñsa-.
dos también en las primeras fases de la apli-
cación experimental españgla.. - _
ESCALA DE FBECUENCIA
NUNCA
0 1
Pocas veces al
año o menos
2
lJ na vez al
mes 0 menos
3
Unas pocds
veces al mes
4
Una vez a
la semana
ESCAI-A DE INTENSIDAD
0
Nada
f
Suave, poco
lmpodanle
2 3 4
Término
medl0
6 7
Grande, muy
luene
En los estudios originales, una muestra
de 605 profesionales de los sewicios sociales
y sanitarios respondieron al instrumento ex-
perimental; se eligieron profesionales que
trabajaran con personas y en temas que nor-
malmente presentan proólemcls, aquellos en
los que es natural la aparición de componen-
tes emocionales en la interacción del profe-
sional con el sujeto. La hipótesis subyacente
es que esta tensión o estrés emocional pro-
voca, a la larga, el desarrollo del síndromé
del estrés laboral asistencial.
Las respuestas recogidas fueron someti-
das a análisis factoriales de coinponentes
principales de tipo ortogonal; se definieron
diez dimensiones y los resultados permitie-
ron seleccionar los 25 eiementos que mejor
contribuyen a las dime¡siones obtenidas.
Esta revisión del instrumento fue apli
cada a una nueva muestra de
420 profesio-
nales y el anáiisis factorial de sus respues-
tas fue muy similar al anterior; esto justificó
la unión de ambas muestras (N=1.025) para
repetir el análisis y obtener una solución or-
togonal con cuatro faitores; las dimensiones
eran muy similares cuando se analizaban de
modo separado las medidas de frecuencia y
las medidas de intensidad de los sentimien-
tos. Las tres primeras dimensiones tenían
saturaciones superiores a la rmidad (véanse
los resultados en el capítulo destinado a fun-
d anientaci<in estadística ).
Esta estructura tridinensional ha sido
replicada en nunerosas ocasiones, y a partir
ó
de ella se han definido Ias escalas o varia-
bles del sttjeto quemado. Son las que vie-
nen a continuación.
a) Cansancio emocional (CE)
Sus elementos describen Ios sentimien-
tos de una persona emocionalmente exhaus-
ta por e} propio trabajo; el elemento con ma-
yor saturación contiene una expresión clara
.de dicho sentimiento: "1. Me siento emocio-
nalmente agotado Pbr mi trabajo,.
b) Despersonalización (DP)
Los elementos de esta escala describen
una respuesta impersonal y fría hacia los
receptores de los servicios o cuidados del
profesional.
Tanto en ésta como en la escala anterior,
los profesionales con puntuaciones ai tas
presentan g¡ados elevados de vivencia del
síndrome del estrés laborai asistencial
Como algunos de sus elementos presentan
pequeñas saturaciones en la otra escala, se
observan pequeñas correlaciones entre am-
bas dimensiones. Es decir, aunque son medi-
das separadas, están relacionadas y se pre-
sentan como aspectos del síndrome.
c) Realización personal (RP) t
Esta escala contiene 
"I"-"nto" 
.ii,"
describen sentimientos de competentia y
éxito en el trabajo propio con persbnas. En
contraste con las otras dos escalas, las
puntuaciones bajas son indicativas del sín-
drome; pero es independiente de ellas y
sus elementos no tienen pesos negativos
en ellas. La variable puede ser considera-
da como 1o opuesto al Cansancio emocional
y a la Despersonalización. Sin embargo, se
observan correlaciones bajas con las otras
oos escalas.
Los dos cóntinuos de medida utilizados
(frecuencia e intensidad) estaba¡ muy rela-
cionados, pero la conexión no era perfecta
entre el número de veces que se vrve un sen-
tiniento y el grado con que se üve. Poste-
riormente se ha demostrado que la relación
es mucho mayor cuando se obtienen Duntua-
Aparte del presente Manual con las ba-
ses teóricas, descripción, normas de aplica-
ción e interpretación y Ia fundamentación
estadística, es necesario disponer del Ejem- .
plar de la prueba autocorregible (sin necesi-
dad rle unas plantillas de corrección).
1.3. MAIERIAL PAR"A I,A APLICAC IÓN
ciones escalares o factoriales en las dos di-
mensiones.
' Consecuenternente, en la úItima ver-
sión original del MBI se evalúa únicamente
Ia ümensión de frecuencia; se tomó esta
decisión por dos razones: 1") este formato
es menos usual en otros instruméntos de
' medida de las actitudes y los sentirnientos;
con ello se minirniza Ia posible correlación
espuria del MBI con esas medidas debida a
la semejanza de formato de respuesta; 2")
los siete puntos del continuo de frecuencia
(escala de 0 a 6) están muy claramente de-
finidos para eI examinando y Ie presentan
una gama de respuestas bastante usual.
Es posible utiliza¡ la necanización en
Ios procesos de corrección, puntuación e in-
terpretación, pero exige eI uso del Ejemplar
como si fuera un Cuadernillo, de una Hoja
dé respuestas de diseño especial y de lapice-
rolgoma para su cumplimentación.
1 ¡ " J
2. NORMAS DE APLICACION Y CORRECCION
2.1. NORMAS GENERA,LES
En principio, el MBI puede ser autoapli-
cable, así cono administrado en una situa-
ción individual o colectiva. Las instrucciones
necesarias están impresas en el anverso del
Ejenplar, con un ejemplo que ilustra la
cumplimentación de los elementos. Cualdo
se utilicen Hoj as de respuestas para correc-
ción mecanizada, eI examinador dará las
instruóciones necesarias para una correcta
cunplimentación de dichas Hojas y poder
recoger todas las alternativas de respuesta
del MBI.
EI instrumento no tiene tiempo limita-
do, y ia mayoría de los sujetos tartla entre
10 y 15 minutos en completarlo.
El MBI se presenta como una Encuestct
aI personul de los Seruicio Humanos, como
un primer intento de crear un buen clima
que facilite una cumplimentación sincera.
No es totalmente üpdrente la iútencionali-
dad del instrumento (medida del síndrome
del estrés laboral asistencial), y el exami-
nador procurará no emplear ese término.
Antes bien, sus esfue¡zos deben dirigirse a
minimizar los sesgos de respuesta con la
ayuda de:
a) Car(Lcter priuado. El examinando debe
sentirse completamente libre, no frsca-
lizado por otros, a la hora de ir dando
sus respuestas. Hay que evitar comen-
tar en voz aita el contenido de los ele-
mentos, pues las opiniones de los de-
más pueden influir en las respuestas
personales. No es aconsejable, por tal-
to, entregar los Ejemplares para ser
cumplimentados en otros momentos o
en el hogar.
b) Confi.dencialidad. Si fuera posible, se
debería contestar de modo anónimo;
pero cuando esto no es posibie (por
ejemplo, en estudios longitudiiales),
se puede acudir a procedimientos (ta-
Ies cono códigos numéricos) que a)'u-
1 0
den a que el sqjeto se sienta cómodo y
seguro a la hora de responder.
c) Sensíbilidad preuia. Había que evitar
que las creencias personales sobre el
síndrome del estrés laboral asistencial
afecten a las respuestas. Por eso no se
han empleado estos términos en el
Ejemplar y éste se presenta cono una
encuesta sobre las actitudes de las per-
sonas o profesionales ante su trabajo.
Naturalmente, Ia frnalidad de la medi-
da debe aparecer a posteriori, cuando
se pretenda alguna intervención tera-
Péutica.
Por todo lo anterior, parece conveniente
que el examinador no sea un superv.isor o
mando directo del profesional que cumpli-
menta el MBI, puesto que su presencia difr-
cultaría la creación de un buen clima.
Cuando el grupo de examinandos es nu-
meroso se pueden leer las instrucciones en
voz alta, mientras los examinandos Io hacen
menta-lmente teniendo a la vista el Ejem-
plar. Si durante las instrucciones prelimina-
res o en el desarrollo de la prueba misna
surge alguna pregunta sobre el contenido
específrco de un elemento, el examinador
puede coñtestarla de forma que no influya
en el resto de Ia prueba ni en los demás
examinandos. Casi siempre es suficiente
contestar con: Simplemente intente contestar
de acuerdo con lo que Vd. siente o pienscL
sobre ese temd.
El examinador debe enfatizar que se
responda con sinceridad y que se cumpli-
ménten todas los elementos. Por ello, una
vez terminada Ia aplicación, y a Ia hora de
recoger el matérial de examen, depe conpro-
barse que se han anotado los datds peditlpg"
y que se harr dado las respuestas en los lül
gares adecuados. En caso.contrario. plede
pedirie, antes de que se retir,:';"Que tsubsane
las deficiencias.
Al frnal de la prueba, una vez cumpli-
mentados los 22 elementos del MBI, se le
pide al sujeto que cumplimente algunos da-
tos complementarios, de tipo demográfrco o
situacional; se encuentran en el dorso el
Ejemplar, a la izquierda de los elementos; su
frnalidad principal es encuadrar mejor el
síndrone evaluado. Es probable que, en al-
guna ocasión,- Ia cumplimentación de ulo o
La puntuación en las escalas del MBI es
el resultado de sumar todos Ios puntos o gra-
dos de frecuencia anotados en los elementos
correspondientes a cada urra de ellas.
Los elementos que comprende cada esca-
la y sus puntuaciones directas (PD) máxi-
mas se especifrcan en la tabla 1.
. Tabla 1
Conposición de las escalas del MBI
Escala Elementos PD
maxtma
CE 1 2 3 6 8 1 3 1 4 1 6 2 0 54
DP s 1 0 1 1 1 5 2 2 30
RP 4 7 9 1 2 1 7 1 8 1 9 2 1 48
Para facilitar la obtención de las pun-
tuaciones directas el Ejemplar se ha cons-
trurdo en un inpreso con hojas pegadas y
las contestaciones dadas han quedado refle-
jadas en Ia segunda de ellas; por tanto, bas-
ta con
romper el precinto o margen trepado
que existe a la derecha del dorso del ejem-
plar, v en la segunda hoja se encuentran to-
dos los datos, incluidos los de identifieación
del recuadro de la izouierda.
2,2. OBTENCIÓN DE I,AS PT]NTUACIONES
varios de esos datos violente la sensibilidad
de algún sujeto (por ejemplo, podría ocurrir
en el dato del sexo o del estado civil del exa-
minando). En las instrucciones impresas en
el anverso del Ejemplar se anuncia la peti-
ción de estos datos y se facilita el que pue-
dan dejarse en blalco si algrrno es conside-
rado demasiado oersonal.
Las respuestas dadas a los elementos de
la escala CE están dentro de pequeños re-
cuadros de línea frna, Ios de Ia escala DP
están en recuadros de línea gruesa y los de
la escala RP están en recuadros sombreados
y con línea de trazos.
Por tanto, la tarea de corrección y pun-
tuación de Ia escala CE consiste en sumar
todos los números anotados en los recuadros
de línea frna y anotar el resuitado de la
suma en la casilla PD (puntuación directa)
que, también con línéa fina, se encuentra en
el margen superior, sobre la redacción de los
elementos y precedido por las letras CE.
Este proceso se repite con los elementos
de la escala DP (recuadro de línea gruesa) y
}a puntuación directa resultante se traslada
a la casilla PD del margen superior, junto a
las letras DP. La puntuación directa en la
escala RP (recuadros somb¡eados y con línea
de trazos) se obtiene de la misma forma y se
anota en el margen superior, en la casilla
correspondiente.
Si se ha contestado en una Hoja de dise-
ño especial para tratamiento mecalizado, el
procedimiento tendrá incorporados los ele-
mentos puntuables en cada escala y obten-
drá las tres puntuaciones sin necesidad de
realízar manualmente los pasos indicados
en los párrafos arteriores. . ¡ .,,r,.
I t
3. JUSTIFICACIÓN ESTADÍSTICA
3.1, ESTUDIOS ORIGINALES
Como se ha indicado en el apartado 1.2
(Fundamentos y datos históricos), las fases
experimentales de la construcción original
del MBI duraron aproximadamente unos
ocho años. Se partió de un instrumento con
47 elementos apreciados en dos continuos de
medida: Ia frecuencia y la intensidad de los
sentinientos.
Esta primera versión fue aplicada a una
nuestra de 605 profesionales de serücios
humanos. Los análisis de las respuestas
pernitieron seleccionar los 25 mejores ele-
mentos que cumplían los sigrrientes crite-
rios: saturación factorial superior a 0,40 en
sólo un factor, amplia variabilidad de res-
puestas, porcentaje mínimo de respuestas
en Ia alternativa Nunca y una elevada co-
rrelación del elemento con su escala.
Este segundo instrumento fue aplicado á
una segrrnda muestra de 420 profesionales.
Los resultados eran tan semejantes a los an-
ter iores que se unieron las muestras
(N=1.025) para factortzar las respuestas y
definir cuatro factores principales de tipo or-
togonal; sus saturacionps eran muy similares
en ambos continuos de medida. Los tres pri-
nreros (con ualore s coÍLunes superiores a la uni-
dad) han sewido para definir las escalas de1
MBI. Los resultados de este estudio factorial
origrnal se encuentran en las primeras colum-
nas de la izquierda de la tabla 3, incluida den-
tro del apartado 3.3 (Anáüsis de elementos).
La muestra original estaba compuesta
por 1.025 sujetos de muy diversas profesio-
nes de tipo asistencial: 142 policías, 132 en-
fermeras, 125 administradores, 116 profeso-
res, 159 asistentes sociales, 97 orientadores,
63 empleados en centros de salud,43 médi-
cos, 40 psicólogos y psiquiatras, 31 abogados
y 77 de otras profesiones. A continuación, en
la pade central de la tabla 3, se encuentran
los resultados de una primera múestra es-
pañola, formada por 156 médicos en diver-
sos centros hospitalarios.
7 2
Para su presentación en Ia tabla 3, Ios
elementos se han agrupado por su pertenen-
cia a las escalas; en ambos análisis se pre-
sentan. en centésimas (sin el cero ni la coma
decimales), las saturaciones factoriales de la
matriz patrón y las comunalidades (h2) de
cada variable o elemento en la solución re-
sultante; en la base se encuentran los por-
centajes de varianza total (YlVa) que explica
cada dimensión etiquetada en cabecera con
las siglas de la esca.la a la que pertenecen
Ios elementos. Esta estructura ha sido vali-
dada de nuevo en otros estudios (con profe-
sores, psicóIogos escolares, empleados de
asistencia legal, profesionales de organiza-
ción de empresas, etc.), tanto en estudios
originales como en los realizados en mues-
tras espaíolas, como se verá más adelante.
Los nueve elementos de CE describen
fos sentimientos de una persona que se en-
cuentra exhausta por su propio trabajo y la
mayor saturación (0,84) en el estudio origi-
nal estaba en un elemento que claramente
alude al síndrome (8. Me siento "quemado"
por mi trabajo); sin embargo en la muestra
española la dimensión queda mejor defrnida
por los dos primeros elementos del MBI (1.
Me siento emociondlmente agotcLd,o por mi,
trabajo, 2. Me siento cansado al final de lo,
jornad,a de trabajo).
Los cinco elementos de DP expresan au-
sencia de sentimiento o respuesta imperso-
nal para quien recibe eI servicio del profesio-
nal. El factor queda menos claramente
defrnido que el anterior, y los elementos en-
tregan parte de su va¡ianza aI primer factor,
con el cual presenta alguna covananza.
Una puntuación elevada en Ias dos esca-
las corresponde a una persona con el sín{ro-
me del estrés laboral asistencial. Á pesar $rp '
que estos dos factores son ortogonales lno
relacionados de acuerdo con el método facto-
rial empleado), como en cada ü'rio*dé ellos se
observan pequeñas saturaciones positivas
en el otro, es conprensible la existencia de
una relación significativa entre las escalas
empíricas que se derivan de ambos factores;
en el estudio espalol, con una factorización
tipo oblicuo, la relación es de 0,81 en la
muestra de médicos, tal como puede verse
en Ia base de Ia tabla 3; como información
original substitutiva las correspondientes
escalas CE y DP presentan una intercorrela-
ción de 0,52 e4 el Manual original.
La tercera dimensión contiene ocho ele-
mentos que describen los sentimientos de
competencia y éxito en eI trabajo personal.
En ella una puntuación baja se corresponde
con un elevado índice del síndrome. Cuando
existen, hay saturaciones muy poco sigrrifr-
cativas de estos elementos en las otras dos
dimensiones; por esor son muy pequeñas las
relaciones entre esta escala y las dos prime-
La versión . experimental española ha
sido elaborada a partir de la edición original
de 1986, pero incorpora-ndo tanbién en su di-
seño los dos continuos de medida aludidos en
1os apartados anteriores, Ia frecuencia y la
intensidad de los sentimientos. Esto ha per-
mitido contrasta¡ ias conclusiones de las au-
toras en el tema del continuo de la medida.
La prinrera nruestra experimental estu-
vo formada por 156 profdsionalesl de los ser-
vicios médicos (Adjuntos, Jefes de Servicio y
Jefes de Sección de varios centros hospitala-
rios). En este estudio se introdujeron varios
criterios de tipo actitudinal para compren-
der mejor el síndrome del estrés jaboral
asistencial en la profesión médica.
En esta nuestra de personal médico, los
índices de correlación entre los dos continuos
de medida (frecuencia e intensidad de los
sentimientos) han sido de 0,91 para CE, 0,87
para DP v 0,83 para RP. Además, ambas me-
drdas han presentado una estructura muy si-
milar en cuando a su composiciói factorial y
de relaciones; por talto, se contrastarf las
ras (-0,22 y -0,26 entre las escalas dentro
del estudio original).
EI anáIisis de las relaciones entre las
puntuaciones observadas en el continuo de
frecuencia y en eI continuo de intensi-
dad de los 22 elementos, ofrecía índices
que variaban entre 0,35 y 0,75 con un pro-
medio de 0,56. Aunque esta relación no era' 
perfecta, resultaba muy elevada a nivel de
puntuaciones directas en las escalas y para
el futuro del instrumento las autoras deci-
dieron considerar únicamente el continuo
de frecuencia.
El lector
interesado en los estadísticos
básicos de los estudios originales puede en-
contrar Ios referidos a varias muestras en la
tabla 8 incluida en el apartado dedicado a Ia
interpretación de Ios resultados.
3.2. ADAPTACIÓN ESPAÑOLA
conclusiones de ias autoras y en la versión
españoia definitiva del instrumento se recoge
úiricamente una medida de Ia frecuencia de
los sentimientos del estrés, y se continúan los
estudios con los 22 elementos originales y
esta escala de frecuencia de los sentimientos.
Durante varios años, ei instrumento ha
sido aplicado a muestras muy diversas, nor-
maimente de modo anónimo (para facilitar 1a
sinceridad de Ias respuestas) y sin una finah-
dad práctica (de.aprovechamiento de los re-
sultados para, por ejemplo, tomar decisiones
sobre las personas). Tbdo ello ha facilitado la
¡ealización de análisis diversos: dispersión de
Ias respuestas, an¡álisis factoriales de éstas,
distribuciones de frecuencias de ias puntua-
ciones directas, correlaciones con las medidas
de otras variables, etc., cuya explicación van
a constituir Ios siguientes. apartados de este
capítulo de Justificación estadística de la
adaptación españoia.
La 2" parle de la tabla 3 preseriiá resuJtá".-,,
dos de un análisis factorial (similar al realizadcj 
'
por las autoras) con una muestra esqanota 
.'
I Agradeceuros a Isabel Hidalgo Roclrigo Ia cesión de sus puntuaciones directas para la realización cle algunos análtsis
estaclíliicos.
I 3
3.3. ANALISIS DE ELEMENTOS
En alguna de las submuestras se ha es-
tudiado la distribución de las respuestas de
los sujetos en las siete alternativas (0 a 6)
de respuesta de los 22 elementos. Su pre-
sentación ocuparía varias páginasJ y en su
lugar se ha considerado preferible presen-
tar el resultado del anáIisis de una mues-
tra parcial separando los estadísticos obte-
n idos po r 436 va rones (V ) y po r 318
mujeres (M).
En Ia tabla 2 se resumen dichos resulta-
dos en la forma de porcentajes (índices de
atracción) de cada una de las alternativas (0
a 6) y de los estadísticos básicos media y
desviación típica (D.t.) de Ia puntuación que
obtiene en cada elemento si se considera que
las respuestas se extienden a lo largo de un
continuo de 1a variable medida.
En la presentación de esta talia 2, así
como de algunap de los siguientes anáIisis
de elenrentos (EI a 822), éstos aparecen
agrupados de acuerdo con la escala a que
pertenecen; es decir, se presentan primero
los 9 elementos de la Escala CE, luego los 5
de DP y finalmente los 8 de RP. Debajo de
las columnas correspondientes a las alter-
nativas (Alt.) se encuentran los porcentajes
obtenidos por 436 varones (V) y por 318
mujeres (M), de la muestra experimental.
Estos porcentajes puedén ser considerados
como índices de atracción de las alternati-
vas de los elementos; por ejemplo, la alter-
nativa 0 (Nunca) del primer elemento (Me
siento emocionahnente agotado por ni trd'
Figura 1.
Distribución teórica
en las siete
alternativas
de un elemento
bajo), ha sido elegida por eI 78Vo de los va-
rones y por eI 13% d.e las mujeres, mientras
que la alternatíva 6 (Siempre) del elemento
4" (Fdcilmente comprendo cóno se sienten
las personas) ha sido elegida por el 52% de
Ios varones y por el 55% de Ias mujeres. El
primer elernento es un síntoma de Cansan-
cio emocional, y el sentimiento subyacente
está un poco más ausente (es mayor Ia fre-
cuencia de Nunca) en los varones; el ele-
mento 4' es un síntoma de Realización per-
sonal, y esa conducta es ligeramente más
frecuente en las mujeres.
Para comprender el significado de las
medias que se presentan en las columnas
frnales, eI lector debe recordar la significa-
ción de los siete puntos de Ia escala Likert
empleada:
0 = Nunca
1 = Pocas veces al a-ño o menos
2 = Una vez al mes o menos
' 3 = Unas pocas veces al mes
4 = Ur.a vez a la semana
5 = Pocas veces a la semana
6 = Tbdos los días
Si el sentimiento que reflej a eI contenido
de un elemento tuviese una distribución teó-
rica de forma simétrica en una muestra de
sujetos, Ia gráfica resultante tendría una
forma similar a la que presenta la frgura 1;
Ia media estaría én el valor 3,00, y vendría a
indicar que ese sentimiento aparece unas
nocas ueces al mes.
T4
Por talto, si empíricamente en un ele-
mento se obtiene una media de 2,00 en esa
muestra el sentimiento subyacente tiene la
frecuencia de uncL uez al mes o nenos. v sila
Una primera observación de tipo general
de los resultados de la tabla 2 es oue todos
los elenrentos de Cansancio emocional v to-
dos los de Despersonalización tienen unás in-
dices de atracción que se inclinan hacia la
parte izquierda de la tabla (poca frecuencia
de esos sentimientos), mientras que los de
Realización personal se in¡linan hacia la par-
te derecha (mucha frecuencia). Es decir, en la
nuestra general de estudio de la adaptación
española el síndrome de estrés laboral asis-
tencial líene una incidencia o f¡ecueneia infe-
nor al promedio de Ia escala 0-6 empleada:
poco cansancio emocional, poca despersonali-
media fuese de 4,50 eI sentimiento tiene una
frecuencia de un poco más que una uez a kt
semand.
zací6n y mucha realización personal. Es nor-
mal que haya ocurrido esto porque la mues-
tra procede de Ia población general; c.uando
en el futuro se analice una muestra con una
mayor incidencia del síndrome es probable
que los índices de atracció¡ aumenten en Ia
zona derecha de Ia escala 0-6
Una mirada a las medias oue han obte-
nido ambos sexos muestra lo anterior; las de¡,,
los elementos de las escalas CE y DP se cen-'
tran alrededor del valor 2,0Q mientras q'ue'las 
de los elementos de RP estát"¿lrédedor
del valor 4,50.
Tabla 2. A¡álisis de elemenros
Escalas
Att,0 Att. f AII 2 Att.3 Att.4 Alt. 5 Att.6 Varones Mujeres Dif
'1"V M V M V M v M V M V M v M Med. D.t. Med. D,t.
t r l f 8 13 27 28 t o 21 20 20 6 7 I I 5 3 2,14 1,72 2,21 1,60 -0,57
E2 t l 2 17 10 I I 20 22 14 t c t o 18 14 25 3,11 1,94 3,91 1,70 -q 00
E.l 27 t c 28 30 12 t c I J 14 o 8 I 12 6 6 l 0 a 1,85 224 1,83 -2,57
E6 17 14 t o l 4 I I t c I 11 I 11 28 27 3,20 2,27 9 1 0 _n 0t
E8 25 19 ¿o 13 t o I J 18 7 4 11 6 10 I 2,32 2,03 2,13 1,84 1 '1/l
E13 33 36 ¿ l 24 I 12 13 12 7 7 I c 10 3 2,04 2,06 1,59 1,73 1r4
E14 23 '19 13 t \ t 12 t¡+ 20 I 7 12 10 t o 19 2,73 2,17 2,90 2,12 -1,07
E t o 28 JU ¿+ 18 t . l 14 ¿ l 6 5 I I I 6 2,00 1,92 2,02 1,87 ,0,14
E¿\) 69 69 14 7 7 4 4 2 2 2 3 2 ,1 0,70 1,34 0,65 1,24
n
P
E5 54 o¿l 22 18 6 7 I 6 3 2 3 1 J 3 1,07 1,58 0,76 2,88
E10 ¿tD c0 t o 21 I 3 I I 6 4 7 3 I 3 1,69 2,06 1,06 1,62 4,68
E11 39 49 t . l 20 6 10 11 5 3 I 5 t o 7 2,06 21s 1,40 1,87 4,43
E t c 52 58 1,1 12 4 6 7 I 4 2 8 5 1 l 10 1,68 2,21 1,37 , n¿. 1,98
E22 26 +0 32 22 t o t1 11 t1 6 3 6 3 7 3 1,84 1,83 1,24 1 ( A 4,80
¡'l
f
E,1 4 2 3 3 2 3 13 8 7 7 19 22 52 55 4,81 I , b J 1,46 -l aq
E I 3 3 3 2 4 22 11 l 1 22 46 37 4,78 1,49 2,06
E9 I 5 5 5 4 6 13 17 8 10 20 42 43 4,36 f,93 4,36 1,85 0,00
E t ¿ 3 0 2 I 5 3 I t c 1 1 25 ¿o 43 42 4,74 I , C C 4,83 1,30 -0,86
E t / 3 2 3 1 5 6 11 t r t '11 t , ) 26 29 36 4,69 1,56 4,67 0,18
E'i8 4 2 5 3 5 6 19 t ¿ 8 27 36 34 4,44 1,71 4,45 1,58 -0,08
E19 3 3 8 7 I 6 I D 19 11 I 21 22 33 JJ 4,2Q 1¡6 4,21 1,77 -0,08
E21 4 4 6 6 5 I t 0 18 14 11 17 20 38 33 4,33 1,76 t n 1,76 0,84
1 5
En la columna frnal de la tabla se presen-
tan las razones críticas ('t de Student) de las
diferencias de medias en ambos sexos. Si se
considera que 1,98 es el punto crítico de una
diferencia significativa al nivel de confianza
(N.c.) del 5% y qre 2,58 lo es a-l N.c. del 1%,
existen diferencias significativas intersexos
(al menos al 5%) en Ia tercera parte de los
eiementos CE, en todos los de la escala DP y
en uno de ÉP En general, estas diferencias
apu.ntan a que los varones presental unos
valores más altos en Despersonalización, y
las mujeres tienen mayor Cansancio emocio-
nal (elementos 2" y 3'). El único elemento di-
ferencial intersexos en la Realización perso-
nal (el 7') lo es a favor de los varones.
'Una vez conocido el comportarniento di-
ferencial de los elementos tomados indivi-
dualmente, el siguiente paso de Ios anáIisis
fue determinar su estructura factorial. Se
han realizado varios análisis de este tipo in-
cluyendo como variables los 22 elementos
del MBI; en gcasiones se introdujeron tam-
bién algunos criterios (otras variables) para
conocer mejor esa estructura subyacente.
En Ia tabla 3 se resumen los resultados
de varios anáIisis factoriales; los elementos
se presentan ordenados por su pertenencia a
las tres escalas (CE, DP y RP), tal como se
ha indicado anteriorrúente. Primero se ofre-
cen las saturaciones de Ios elementos en
cada factor y luego lás comunalidad'es (h2),
es decir lo que aporta cada elemento a esta
estructu¡a tridimensional. Las saturaciones
y valores comunes vienen expresados en
centésimas (sin el cero ni la coma decimales)
y, para una mayor claridad de los resulta-
dos, se han eliminado aquellas saturaciones
con valor inferior a 0,25. En la base de las
columnas se presenta el porcentaje de va-
rianza total (VT%) que explica cada dimen-
sión y el conjunto de elias (debajo de la co-
lumna h2).
En primer lugar (bajo eI rít:uIat Origi'
zal), se presentan las saturaciones del estu-
. dio original de Maslach y Jackson (1986) a]
' que se há aludido en un apartado anterior
(Estud,ios originales); en ese análisis facto-
rial ortogonal se extrajeron tres dimensio-
nes que defrnen con bastante claridad las
tres escalas del MBI. Una vez eliminadas
las saturaciones inferiores a 0,25, se observa
que sóIo hay tres elementos que entregan
parte de su varianza a otra dimensión dis-
tinta de la propia: el elemento 16' (Tfabaiar
direcLomente con personas me produce es'
úrés) es de CE (saturación de 0,54) y pondera
también (0,31) en DP, el elemento 17" (Me
preocupd eI lrccho de que este trabaio tne esté
endureciendo emocionalmenf¿) es de DP
(0,55) y pondera también (0,37) en CE, v el
elemento 72' (Me siento muy actiuo) es de
RP (0,43) y pondera tqmbién (-0,30) en CE.
En conjunto se explica eI 4l7o de Ia vatianza
totat fJ"l%) común de los elementos; el pn-
mer factor explica el 207o de dícha varianza
y el 27Vo restante es propio de las otras dos
dimensiones. Si se atiende a las comunali-
'dades (h'?), el elemento más pobre es eI 22"
\Creo que Las personas que trato me culpan
de algunos de sus problemas).
A pesar de estas defrciencias, Ia estruc-
tura tridimensional es bastante clara en los
estudios originales y sólo unos pocos ele-
mentos se relacionan en más de una dimen-
sión; por eso no es de extrañar la existencia
de relaciones signifrcativas entre las escalas
que se constrdyeron. En Ia base de este aná-
lisis factorial de los estudios originales se
recogen. también en centésimas, las corre-
Iaciones entre las escalas: positiva y elevada
entre CE y DP, y negativas las existentes
entre RP y las otras dos; eI síndrome del
estrés laboral asistencial es un resultado
acumulativo positivo del Cansancio emocio-
nal (CE) y Despersonalización (DP) y nega-
tivo de la Realización Personal.
1 . ¡ ' ;
1 6
Tabla 3, A¡r¿álisis factoriales de los elementos del MBI
Original Médicos Total Varones Muieres
CE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2
E2
tro
f t J
t r t o
E20
trJ
Elo
E ]1
E t c
E4
É t
E12
c ) t
E 1 8
E 1 9
E21
VT%
74 55
73 54
66 49
61 43
84 75
65 49
56 32
54 31 39
65 47
67 47
66 51
37 55 45
62 42
4 1 1 9
50 27
54 30
58 37
,30 43 28
51 27
55 36
. 5 7 3 6
59 36
2 0 1 0 1 1 4 1
1 8 1 6 s
a l
50 -26 33
63 42
71 59
66 53
78 67
48 25
32 33 23
30 52 36
33 63 51
44 37 33
64 42
48 34 37
32 -42 48 52
61 38
69 48
64 49
63 4'l
-27 58 42
48 26
55 32
2 1 I . 1 4 4 4
76 65
/ / J O
66 46
59 34
68 26 67
58 33 62
62 40
65 45
43 36
53 37
76 61
57 42
53 29
52 29
48 32
70 44
69 45
59 38
61 39
55 44
54 30
49 29
1 8 1 3 9 ' 4 1
73 66
81 62
62 47
62 37
59 36 67
51 43 64
67 44
67 48
30 34 39
45 32
68 52
29 51 43
54 32
55 32
45 25
70 47
65 39
63 44
58 36
53 48
48 28
54 31
1 8 1 3 1 0 4 1
77 63
67 46
65 42
57 33
/ / o c
o / 5 9
56 27 37
66 44
cc J5
4S 33
81 67
58 44
67 42
29 14
32 51 39
70 53
70 51
54 29
63 43
58 43
60 39
47 30
19 '14 I 42
CE
Ntr ND DD
' 52 .22
CE DP RP
J I - J
' - 1 4
CE DP RP
' 24 -14
- -29
CE DP RP
- 26 -16
- -28
CE DP RP
- 1 8 - 1 1
Una vez decidido en las orimeras fases
de la adaptación empleár únicamente la es-
cala de frecuencia en eI MBI, se aprovechó
una prrmera nuestra de personal sanitario
(156 nrédicos) para realízar con sus respues-
tas un análisis factorial similar al llevado a
cabo por las auto¡as. Dada la existencia de
relaciones entre las tres dimensiones, a ni-
vel enpírico de las escalas resultantes, en Ia
factorización del análisis de la muestra es-
pañola se empleó una rotación oblicua; de
este modo se facilitaba Ia presencia de satu-
raciones cruzadas entre.los elementos y las
tres dimensiones o escalas.
El resultado de este análisió español se
presenta a continuación del anteri,ol én la
tabla 3, bajo el epígrafe Médicos. En este
análisis se explica algo más que en el estudio
original, rn 44% de la varianza común, y la
dimensión de Realización personal acumula
una mayo¡ varialza. De nuevo r,-uelve a ob-
servarse la existencia de algunos elementos
que ponderan en más de u¡a dimensión: uno
de CE pondera también en RP, casi todos los
de DP ponderan también de CE, y uno de RP
pondera en CE. El esquema de relaciones es
muy similar al visto en el estudio original;
au¡que parece un contrasentido que un ele-
mento de RP (el 4", Fó,cilmente co,rlprendo
cómo se sienten las personas) pondere positi-
vamente en CE, el hecho ocurría de modo
similar en el estudio original (pe4o su peso
era inferior a 0,26 y desapareció de'la tablá)r"
En ese estudio de una muestra sanitaria, loi 
'
factores CE y DP se relacionan de modo pnsi-
tivo t0.31 ) y ambos están con'ectadm dé modo
negativo con RP, pero los índices son inferio-
1 7
res a los observados en el estudio origrna-l; en
esta nuestra española las dimensiones son
algo más independientes que en la muestra
america¡ra (los índices de correlación de la
base son inferiores).
Al finalizar la recogida de submuestras
para la tipificación se tomó una con 778 ca-
sos y se reali-zaron varios anáIisis factoriales
de los elementos: uno con el grupo total y
otro bon cada uno de Io sexos. Con un esque-
ma sinilar al analisis de la mueÉtra de mé-
dicos, en la mitad derecha de la tabla 3 se
recogen los resultados de estos tres estudios.
En esta muestra general, la varianza ex-
nlicada vuelve a ser simila.r a Ia obtenida en eI
estudio original, y los elementos se agrupan
de modo bastante claro en las escalas a que
pertenecen; una vez eliminadas las saturacio-
nes inferiores a 0,25 sólo hay dos eiementos de
CE que presental saturación en una dirnen-
sión distinta a la de su escala de pertenencia
en el estudio de Ia muestra tota-l. Los factores
CE y DP son algo más independientes (t=0,24)
que 1o visto anteriormente, pero ha aumenla-
do Ia relación negativa de RP con las otras dos
dimensiones (sube a -0,29 con DP, ul poco ma-
yor a 1a obsewada en el estudio original). Pa-
rece que ha aumentado Ia tónica general de la
participación (comrmalidad) de los elementos
en Ia estructura tridimensional, armque Loda-
vía se observan fuerl,es diferencias entre el
más participativo (0,65 el 1') y el que menos
aporfa (0,29 el 22', eI de menos participación
en el estudio original).
Conrparando la estructuras resulLantes
de los tres anáIisis comentados (original,
nrédicos y nruestra de tipificacion )' se obser-
van diferencias que probablemente son más
debidas a peculiaridades culturales (original
frente a tipifrcación espaiola ) o muestrales
(nrédicos frente a muestra general) que a
sesgos en el proceso de adaptación.
Sólo para conocer las posibles peculiari-
dades de ambos sexos en la estructura fac-
torial que se obtiene con sus respuestas al
MBI, ios dos últimos apartados de Ia tabla
3 presentan la estructura tridimensional de
i 8
los varones y de las mujeres de Ia muestra
de tipificación española. Los resultados si-
suen ofreciendo Ia tónica
vista anterror-
'mente; por ejemplo, el elemento con una
participación más pobre en eI MBI vuelve a
ser el22o, pero sólo en la muestra de muje-
res; su participación en el factor DP dismi-
nuye mucho (a 0,14).
Los resultados de otros investigadores
españoles presentan resultados similares
Por ejemplo, en el trabajo de Oliver, Pastor,
Aragoneses y Moreno (1990), con una inues-
fta de 234 casos (60% son mujeres) se llega
a explicar eI 46Vo de Ia variarlza,la relación
CE y DP es de 0,28, y uno de los elementos
más pobres es el citado 22".
Las tres escalas resultantes de estos
análisis no son, por ta¡to, independientes'
Pero las conexiones entre ellas no son tam-
poco constantes y varían en relación con el
grupo de sujetos empleado en el análisis. En
Ia tabla 4 se resumen los índices encontra-
dos en estudios españoies, en diversos análi-
'sis correlacionales, y se especifrca eI tipo de
sujetos empleados.
Tabla 4. Relaciones entre escalas del MBI
Grupo N CE.DP CE.RP DP.BP
A Tiplicación 1.138 0,46 -0,24 -0,33
B Sanilario 0,61 - 0 ,18 -0 ,16
Docentes 51 0,10 .0,08 -0,36
Cuidadores 66 -0,02 -0,23 .0,32
ClÍnica 55 0,15 -0,08 -0,26
F Ayuda SIDA s3' 0,29 -0,20 -t\ rt
Policial 149 0,52 -0,32
H Salud 238 0,41 -^ t7
l\¡onilores 95 0,40 -0,40 .0,28
Vadada 389 0,33 -0,40 -0,36
NOTA. Especifrcación de tas gruPos: A-G = Euestra y sub-
muestras áe tipificación; H = profesionales de la salud (G¿Lr-
cia lzquie¡do, 1994); I = enferme¡ía (Gil'Monte y Peiró'
1993); p¡ofesionales va¡ios (Aluja, 1996)
Normalmente, la relación es positiva en-
tre Cansalcio emocional y Despersonaliza-
ción, tal como se había visto antBrlormente,
y en ocasiones es muy elevada (0,52 en:¡la
muestra G de policías). La escala RP sg rela-
ciona negativamente con las,o't';ras dos, y va-
ría bastante de unas muestras a-otras.
'-¿:t
3.4. CAPACIDAD DISCRIMINATIVADE LAS ESCAI.AS
En el apartado anterior se ha alalizado
la capacidad discriminativa de los elementos
, , ; , '{los rndices de variabilidad de la tabla 2 y el
análisis diferencial intersexos facilita el co-
nocimiento de esa capacidac,,
En cuanto a las puntuaciones directas
que se obtienén con las escalas, un primer
arálisis de su capacidad discriminativa puede
facilitarse con los gráficos resultantes de las
distribuciones de frecuencias obtenidas en la
muestra de tipificación española. En Ia frgura
2 se incluyen los gráficos corresponüentes a
las tres escalas. En cada gráfico se han pro-
yectando dos curvas, ula derivada de las fre-
cuencias empíricas (Fe) y otra con las frecuen-
cias acumuladas (Fa, Ia que facilita la
elaboración de ios baremos de interoretación).
Figura 2. Distribuciones de frecuencias, en 778 casos (CE, DP y RP)
cansancio émoc¡onal (cE)
1 0 1 3 1 6 1 9 2 2 2 5 2 3 3 1 3 4 3 7 4 0 4 3 4 6 4 9 5 2 5 5
P!nraac ion6r d ¡ r€c la !
Despe16ona l izac ión (DP)
' l¡' '
1 9
Figura 2. Distribuciones de frecuencias, en 778 casos (cont.)
Beal ización personal (RP)
1 9 2 2 2 E 2 8 3 1
Pu i t !aé io ¡ .s d i réé tas
Tanto la curva de frecuencias empíricas
de CE como la de DP son asimétricas positi-
vas, v la segunda en nayor medida; en am-
bos casos, la capacidad discriminativa de la
variable es mejor en Ia parte alta de las es-
calas: a partir de las puntuación 31 en CE y
de 11 en DP Este tipo de asimetría favorece
el valor discrinrnativo del MBI, porque eI
polo alto de ambas escalas apunta al síndro-
me cle estrés asistencial.
La curva de frecuencias empíricas de la
escala RP es asimétrica negativa; por tanto,
su capacidad discriminativa se encuentra en
la parte baja de Ia escala, la que apunta al
síndrome: las puntuaciones inferiores a un
valor directo de 31 puntos.
Podría parecer un defecto de la cons-
trucción (o de la adaptación) eI que los gráfr-
cos de distribución de Iás variables no sean
curvas gausianas normales; sin embargo,
para un instrumento que intenta detectar
conductas problemáticas, la asimetría favo-
rece su capacidad discriminativa, sobre todo
cuando el signo de Ia asimetría se orienta
hacia el polo más signiñcativo del constructo
a evaluar.
Las curvas de las frecuencias acunula-
das, presentadas en el mismo gráfrco, a¡r-
dan a determinar la pendiente creciente de
los valores centiles que van a encontrarse en
los baremos que se elaboren a partir de esas
puntuaciones directas. Los puntos directos
críticos indicados en los párrafos anteriores
sugieren que a partir de los mismos se en-
cuentra el cuartil (25Vo) extreno en el que
tiene mayor incidencia el síndrome de estrés
laboral asistencial.
3.5. FIABILIDAD
Los coefrcientes de los estudios origina-
les se obtuvieron en múestras no emtrileadas
para la selección final de los elementos
(para evitar una inflación espuria de los ín-
dices). Estimada Ia consistencia interna nre-
diante el coefrciente alfa de Croibach en
una muestra 1.316 casos se obtuvieron los
z0
siguientes índices: 0,90 en CE, 0,79 en DP v
0,71 en RP, y sus correspondientes errores
de medida (en puntuaciones directas) fueFon
de 3,80; 3,16 y 3,73, respectivamente. 
'; ¡:
En ot¡os dos análisis orig.i4ales. se em-
pleó tarnbién el procedimienlo de test-re'
test. En el primero se empleó una muestra
de 53 graduados universitarios en servicios
sociales con un intervalo de dos a cuatro
semanas entre ambas aplicaciones, y los ín-
dices de fiabilidad fueron de 0.82 en CE.
0,60 en DP y 0,80 en RP. En el segundo,
sobre una muestra de 248 profesores y un
intervalo de un año entre el momento del
test y el del retest, se hallaron unos índices
de 0,60 en CE, 0,54 en DP y 0,57 en RP
Todos estos índices son de tipo moderado
pero signifrcativos a1 nivel de .confianza
(N.c.) del 1%.
En la primera muestra de los estudios
españoles (N=156 médicos profesionales), se
calcularon los índices de consistencia inter-
na (relación entre cada elemento y su esca-
la) y sus resultados están en Ia tabla 5. Los
elementos están agrupados de acuerdo con
la escala a que pertenecen. En primer lugar
se han calculado las correlaciones de cada
elemento con las pultuaciones en las tres
escalas, tanto en la muestra total (T) como
en la de varones (V) y mujeres (M). Estos
índices de ielación están algo contaminados
cuando se trata de relacionar un elemento
con su propia escala, porque el mismo ele-
mento participa en Ia escala, pero no existe
correlación espuria cuando un elemento se
correlaciona con las otras dos escalas.
Para eliminar ese efecto espurio, en la
muestra total se obtuvieron los índices de
homogeneidad corregida (IHc) poniendo en
relación un elemento con su propia escala
pero en el cálculo de la puntuación en la
escala no se ha dejado que participara el
mismo elemento. Estos índices IHc ocupan
la última columna del gmpo de elementos
que pertenecen a una escala; en las bases de
estas columnas de valorps IHc se presenta
la media de dichos índices obtenida median-
te los valores 'z'de Fisher.
Tabla 5. Indices de relación y homogeneidad (IHc) de los elementos
Escala C E Escala DP Escala RP
E I . T V M I H c T v M IHc T V M I I I c
E 1 7 5 7 8 8 0 7 I
E2 67 69 72 59
E3 64 66 67 56
E 6 6 3 6 1 6 0 4 1
E 8 7 9 7 9 7 9 7 I
E 1 3 7 r 7 3 7 5 6 3
E14 59 61 62 4 ' .7
E 1 6 6 7 6 8 6 8 5 7
E 2 0 5 6 5 6 5 5 4 7
2 3 3 1 3 8
1 7 1 3 2 7
1 3 2 1 3 2
7 7 2 0 2 3
29 41, 49
3 3 4 5 5 1
1 3 1 9 2 4
2 7 2 4 2 7
1 9 3 1 3 9
-20 -23 -23
3 -6 -11
-10 -20 -25
-8 -6 -3
-t4 -29 -37
-27 -33 -36
1 0 1 - 5
-7 -79 -25
-t4 -28 -3 5
Promedio en CE 58
E 5 2 3 3 1 3 6
E 1 0 2 4 3 3 3 8
E l l 3 1 3 8 4 7
815 3 -0 1
E22 16 25 30
56 57 67 36
/ o / o t + D ó
6 7 6 6 6 6 3 7
6 0 5 4 5 2 2 0
5 0 5 7 5 8 3 1
-26 -30 -31
-22 -25 -27
-22 -27 -24
-11 -13 -16
-19 -77 -14
Promedio en DP
E 4 1 3
E 7 5
E9 -0
E 1 2 - 1 1
E 1? -12
Et8 -27
E 1 9 - 1 6
E 2 1 - 1 6
1 , 1
-4 -9
-7 -10
-2r -26
-21 -24
-33 -37
-18 -1,'.7
-18 -20
-1-4 .18 -77
-18 .10 -9
-20 -16 -74
,14 -27 -25
-22 -22 -24
-25 -31 -37
. -r4 -r7 -19
-26 -23 -23
5 3 5 1 4 9 3 6
6 8 6 0 5 7 4 7
6 9
6 4 6 1 4 8
5 1 5 9 6 3 4 6
6 5 6 1 5 9 4 9
6 2 6 5 6 7 5 1
5 9 5 8 5 6 4 l '
5 8 5 8 
' 5 8 , ' 
- 4 1
l.¡:
Promedio en RP
..i 2
NOTA; l{uestra (le 778 casr¡s (T), 436 va¡ones (V) y 318 muieres (M) l,os valores IHc están obtenidos sol¡¡e la muesha total
4 5
2 \
Atendiendo primero a estos valores pro-
nedio de IHc, parece que Ia escala más co-
nexionada es CE (0,58) y la que menos
honogeneidad tiene es DP; pero estos índi-
ces están influidos por Ia Iongitud del ins-
trumento enpleado, la escala, que en el
caso de CE tiene 9 elementos v sólo hav 5
en DP
Sr el Iector observa los índices de homo-
geneidad de los elementos de este análisis,
los dos menos homogéneos son el 15n y eI
22", de Ia escala DP Además, a nivel de este
tipo de análisis, se repite una estructura in-
terna vista en los análisis factoriales: la ten-
. dencia a telaciones positivas entre CE y DP
(índices de homogeneidad positiva de perte-
nencia a la otra escala, de los elementos de
CE con la escala DP y de los elementos de
DP con la escala CE), y a relaciones negati-
vas de los elementos de RP con las otras dos
escalas, a excepción del elemento 4' (de RP)
que presenta una homogeneidad positiva
con la escala CE (0,13).
3.6. VALIDEZ
La defrnición básica de un índice de va-
lidez. es el grado en que el instrunento
mide 1o que dice medir; en ei caso de un
test de conocimientos o aptitudinal, esa
apreciación es fácil y se puede hacer direc-
tamente definiendo con claridad un cri.terio
obietivo. Pero no ocurre así cuando se trata
de la nedida de una característica de la
personaiidad.
¿Qué es lo que pretende medir el MBI?
De acuerdo con la intención de las autoras y
de las consideraciones apuntadas en el apar-
tado destinado a Ia Descripción general, se
j!ryrta de-pveluer e_l qÍldro¡r€ del€qllg! lebq--
rq] asistencial a partir de tres aspectos o.
variables de ese.constructo.
En los estudios factoriales, orignales y
españoles, se ha visto que los elementos que
componen el MBI defrnen una estructura
tridimensional que apunta posiblemente a
esas mismas dimensiones. Pero este tipo de
validez factorial puede verse apoyado por
otros tipos de validez.
Desde un enfoque de la validez con-
vergente se puede aportar evidencia sobre
el MBI con el anáIisis de los índices de rela-
ción de las variables del MBI con otras que
apunten a constructos muy relacionados con
el estrés laboral asistencial. En Ios estudios
originales de Maslach ! Jackson (1986) se
lecogieron tres tipos de análisis en los que
Ias puntuaciones del MBI se pusieron en re-
lación con:
. a) las evaluaciones del comportamiento
hechas por una persona que conoce
bien al sujeto examinado (su pa¡eja o
un compañero en el puesto de trabajo);
b) la presencia de algunas características
laborales que normalmente provocan
estrés;
c) las medidas en otras variables que, por
hipótesis, están relacionadas con este
est¡és.
En la tabla 6 se presentan los índices
aportados por las autoras en su Manual ori-
ginal y referidos a estos tres tipos de análi-
sis; se han señalado con uno o dos asteriscos
cuando los índices son signifrcativos al nivel
de confianza (N.c.) del 5% y del l7o, respecti-
vamente.
':.¡t
22
Tal¡la 6. Datos correlacionales de validez convergente
40 asislenles sociales
Mayar Cansancio enocional (CE)
. agotado por el lrabajo
. fisicamenle faligado
May or Desper sonakaa ón (D P)
. agolado por el lrabajo
. lísicamente latigado
. quejas sobre clienles
142 policías y cónyuges
Mayor Cansancb enacianal (CE)
. kuslrado y e¡ladado
. ienso y ans 0s0
. lísicamenle exhauslo
. quejas sobre problemas
Mayor Realzación prsonal (BP)
. animoso y leliz
. e lrabajo da prestgio y orgul/o
Con expeÍencias personales (hetotoevaluaciones) Con exprriencias personalss (heteroevaluaciones)
91 prolesionales de servicio socialy salud menlal
Lkyor Cansancio enocional (CE)
. menos conocimienlo de los resul|ad0s.,.,...................... -0,31 '-
Mayar Desperconalhación (D P)
. menos significativo el labajo rea|i2ad0.,.....,.................-0,32 "
. menos conocimienlo de los resullad0s.............,........,.,.-0,31 "
Mayar Ruliacion personal (BP)
. más signilicalrvo el trabajo ¡ealizado ........................,.... 0,27 "
. más conocimiento de los resultados ,.,........................... 0,20 '
43 médicos
Mayat Cansando enocianal (CE)
. deseo de aleiarse de las personas
180 enfermeas y profesionales de seruicio socialy salud mental
Mayor Cansancio enocianal (CE)
. menos salislacción de compañeism0...........,.,.,.,.,.,.....-0,i6'
l,kyot Desperso nalizacton (DP)
. menos salilacc¡ón de compañe smo ......,..,......,.......... -0,41 '-
Mayar Realización personal (RP)
. men0s salislacción de compañerism0........................... 0,40 *
142 policihs y sus cónyuges
Mayor Cansancio enocional (CE)
. se enfada con la familia.
0,28'
¡ l t "
0,56 "
0,32
0,34 -'
tr27 *
0,20 *
t t )1"
0,27',
Con dimensiones de la exDedencia laboral
43 médicos
Mayor Cansancio eriocional (CE)
. conlaclos más direclos
. menos aprendiz4e
. menos burocracia
0,31 '
-0,26 "
-¡ t1
91 profesionales de servicio social y salud menlal
Mayot Cansancio enac¡ana! (CE)
. menos l¡formación desde el puesto de trabaj0.............-0,24'
. más'tato con olfas 0,15
May ar D espersonalización (DP)
. me¡os información desde el puesto de trabajo............. -0,44 "
Mayor Reahación prsonal (RP)
. más i¡lormación desde elpuedo de trabajo,.,.,............ 0,gB "
. más mpo ancia de ia larea..,..................,.,.,,.,.,.,.......... 0,19'
Con resullados Debonales
180 e¡le neras y proleslonales de seruicio socialy salud menlal
Mayor Cansancio enocbnal (CE)
. menos salslacción de progreso prcfesiona|.................-0,24't
May or Despe r sonalizaci ón (D P)
. menos salislacción de progreso prolesional ................. -0,47 "
Mayor Bealización persanal (RP)
. más salislacciól] de progreso prolesional ..,.....,,..........: 0,41 *
. más iÍtp0rlancia de la tarea...............,,,,,,.,.................... 0,19'
. desea eslar solo, sin la lamilia
. mas tnsomnto
. loma beb das
. uso de medicinas
Mayor Despusonaliactón (DP)
. se enfada con la familia
. ve a sus hijos emocionalmente distanles......................
¡ ausenle en celebraciones familiates ...,.,...,.,..,..............
. menos am¡stades
. profesionaiy su pareja tienen amistades distintas........
lllayor Bealizactón personal (BP)
. ve sus hijos emocionalmente muy próximos a símisno
. menos lranquilizanles
¡ menos medicinas
0,16 -
0 , 1 6 '
n 2 t "
0,24 *
0,1 i -
0 ,16 '
0,32"
0,21*
0,22 "
u,,ro
-0,18 "
á;4
23
Para interpretar las puntuaciones dife-
renciales de la tabia 7 conviene recordar oue
tanto CE conlo DP apuntan utm -uyot
estrés ocupacional, mientras que Ia escala
RP tiene una incidencia inversa en el sín-
drome (ya que una mayor puntuación apoya
la existencia de menor estrés, es decir una
nejor realización personal); eI perfil del sín-
drome debería tener unos apuntamientos de
tipo "+ + -", eS decir altos en CE y DP y bajo
en RP Teniendo en cuenta esto, ninguno de
los grupos presenta con claridad este perfrl
de estrés asistencial; cada grupo parece des-
tacar en algo específrco.
El alejamiento mayor de Ia muestra total
que ha servido de criterio normativo está en
la Despersonalización (DP) de los cuidadores
hospitalarios: tienen u¡r alejamiento negativo
(-0,88); es decir, que están menos quemados
que ios demás profesionales de la asistencia
en cuanto a su despersonalización. Le sigue
en inportancia Ia baja puntuación media
(puntuacrón diferencial de -0,52) que han
obtenido en Realización personal los nlédi-
cos; si a este valor se unen los valores altos
en CE ('z'=0,53) y en DP ('z'=0,60) que mues-
tran estos profesionales, se podría sacar la
conclusión de que éste es eI gtupo profesio-
nal que tiene más elevados los índices del
síndrome asistencial ocupacional.
La muestra va¡iada (grupo I de A. Aluja,
1997) es, tal vez, iunto con Ia de cuidadores
hospitalarios, Ia que presenta una mejor
es-
tructura en cuanto al síndrome del MBI,
. porque sus valores diferenciales CE y DP
son negativos y su valor RP es positivo.
EI personal de policía que atiende a los
ciudadanos presenta una estructura de
estrés laboral asistencial algo distinto; en
estos profesionales se da una elevada y sig-
nificativa Despersonalización ('z'=0,36), una
buena Realización personal ('z'=0,11) y un
descenso signifrcativo en su Calsancio er¡o-
cional ('z'=-0,40). En este gr"rrpo no se obser-
van las asociaciones esperadas en las esca-
las dei MBI (relación positiva entre CE y DP
y negativa entre estas dos y RP), porque a1
aumento visto en DP debería asociarse un
descenso en RP, y esto no ocurre en este gru-
po de profesionales españoles; se¡án necesa-
rios nuevos estudios para confirmar estas
apreciaciones derivadas de los datos de la
tabla 7.
3.7. OTROS ESTT.DIOS ESPAÑOLES
El constructo objeto de medida del MBI
ha recibido bastante atención entre los in-
vestigadores españoles. En el apartado de
Bibliografía de este Manual se recogen
aquellos trabajos publicados por autores es-
pañoles en revistas de ámbito nacional y ex-
tranjero de los que se tenía noticia a la hora
de componer este Manual; son bastantes y
muy sustalcialesr pero su inclusión en este
apartado signifrcaría muchas páginas. El
lector interesado en los temas tratados de-
berá consultar dichas publicaciones para ob-
tener eI detalle de los enfoques aplicados, de
las muestras empleadas y de los resultados
obtenidos. En este apartado únicamente se
van a comentar de modo general.
En prinrer Iugar. es de destacar el equr-
po de trabajo e investigación de Ia Universi-
dad Autónoma de Madrid que desde hace
años viene introduciendo el burnout entre
sus temas de investigación; Io definen o eti-
quetan como forma específica de estrés labo-
ral (Moreno, Oliver y Aragoneses, 1990) o
estrés laboral asistencial (Oliver et al.,
1990), y eI constructo ha sido bastante ana-
Iizado y validado (Moreno, 1991 y 1993).
Otras universidades, como las de Málaga
(Montalbán et al, 1996), La Laguna y Valen-
cia (Gil-Monte y Peiró, 1996), Salamanca y
Zatagoza (Daniel Vega et al, 1996), Murcia
(García Izquierdo, 1994), Santiago de Com-
postela (Alvarez Gallego y Fernández Ríos.
1991), Vitoria (Fernando Gómel-tsusto ét.-
al., en preparación), Tarragona (Milá Gascá'1 
'
et al., en preparación), se han hecho eco del
interés general y el tema esiá despertando
mucha atención. Los hospitales (Filgueira
25
Bouza, 1993) y centros de salud mental es-
tán aprovechaldo esta llamada de atención
para concienciar a los profesionales sobre el
riesgo y proponer aiguna solución.
Cuando ha sido posible recoger los resul-
tados (en la forma de estadísticos básicos o
índrces de correlación) de estos estudios y la
metodología empleada por los investigado-
res ha sido 
-similar 
a la que propone este
Manual, dichos estadísficos han sido incor-
por4dos en las tablas que ofrece este capítu-
lo de Justifrcación estadística. En otras oca-
siones, eI constructo ha sido estudiado con
otros instrumentos distintos del MBI o mo-
drfrcando éste muy sustarcialmente; los es-
tadísticos obtenidos no son comparables,
pero sí son aprirvechables las conclusiones
que se tlerivan de los citados estudios.
El tipo de profesionales del área asisten-
cial empleados en estos estudios españoles
El desarrollo del MBI se basó en la nece-
sidad de un instrumento que midiese el sín-
drome Laboral asistencial que experimentan
diferentes profesionales de los servicios hu-
manos. Los resultados obtenidos hasta el
momento muestran una aceptable fiabiiidad
y validez que justifrcan el uso de dicha me-
dida. No obstante parece conveniente un fu-
turo desarrollo del MBI. En los párrafos si-
guientes se sugieren algunos temas.
Perfil de las escalas
Las tres escalas del MBI, Cansa¡cio emo-
cional, Despersonalización y Realización per-
sonal, se hal considerado hasta el momento
como unas entidades separadas, sin combi-
narlas en una sola punluación para formar
una entid ad superior. Si hubiera algún modo
de combinarlas, debería realizarse a partir de
unos datos ernpíricos. Como no se tiene noti-
cia de la existencia de estos datos, no está
claro si las escalas deberían simplemente su-
marse o si se deberíal emplear alguna pon-
deración específi.ca. Por otra pade, es posible
ha sido diverso: docentes (Moreno et al ,
1993), médicos (Blanco, 1992; Daniel Vega
et al., 1996), trabajadores en centros ocupa-
cionales (Gil-Monte y Peiró, 1996), personal
de enfermeía (García-Izquierdo, 1991; Gil-
Monte et al., 1993), terapeutas (Filgueira
Bouza, 1994), trabajadores de la salud (Fil-
gueira et il, 1994; Montalbán et al., 1996) y
profesionales diversos (Oliver et a1., 1990;
García Izquierdo, 1994).
Como conclusiones de esos estudios es-
pañoles, el lector puede apreciai' cnticas al
MBI (García-Izquierdo, 1994; Oliver et al,
1990; Gil-Monte y Peiró, 1996), variables
profesionales relacionadas (Gil-Monte y Pei-
ró, 1996; Montalbán et a1., 1996), factores
etiológicos y tratamiento (Filgueira, 1994),
factores de vulnerabilidad e inlervención
(Filgueira et al, 1994) 9 incidencia en la ac-
tividad profesional en general (Moreno y
Oliver. 1993).
que el patrón o perfil de puntuaciones de las
tres escalas sea el índice más signifrcativo del
síndrome. Por ejemplo, la persona que pun-
túa alto en CE, bajo en DP y alto en RP pue-
de estar en diferente estado o fase de estrés
laboral asistencial que quien tiene altas CE v
DP y baja RP Por talto, un examen en pro-
fundidad del perfrl puede arrojar alguna Iuz
sobre esta problemática.
Algtlos autores que hal trabajado con
perfiles dicotomizaron las puntuaciones en
las esca.las con dos categorías, alta y baja, de
acuerdo con la mediana; de este modo los su-
jetos se clasificaron en ocho grupos, combina-
toria de sus valores altos o bajos en las tres
esca-las. Sin embargo ia validez de este o
cualquier otro sistema clasifrcatorio depende-
rá de una mayor profundización de las bases
teóricas y de una investigación que la apoye
t 2
Baremos específicos 
'lll'
En este Manual se drec€p" u4osfbare-
mos de tipo general obtenidos a'partir de la
3.8. SUGERENCIAS PAR.A INVESTIGACIONES FUTURAS
L\'J
reunión de muestras de diferentes profesio-
nales de los servicios huma¡os, así como los
estadísticos básicos que han obtenido las
submuestras que constituyen el grupo gene-
ral. No es una tipiflcación defrnitiva, y seúa
conveniente seguir investigando sobre nue-
vas muestras de iguales o distintas caracte-
rísticas demográficas para drsponer, por una
parte, de más estadísticos normativos de
grupos profeSionales específrcos o locales, y,
por otra, y si así se creyera útii, para elabo-
rar nuevos baremos, generales o específrcos,
subs [itutivos o complem ent arios.
G ene ral izac ión o cup ac iona,I
El MBI se construyó explícitamente para
uso en los profesionales de ios servicios hu-
manos, donde el síndrone del estrés laboral
asistenciai ha sido más universalmente de-
tectado. Por eso, los datos psicométricos más
relevantes de la frabilidad y validez del MBI
se han obtenido en muestras de ese tipo de
profesionales. Es más, la redacción de mu-
chos de sus eleinentos apuntan a situaciones
'específrcas de dichas profesiones (aunque se
ha empleado una alusión de tipo general,
person(r, para referirse a los destinatarios es-
pecífrcos de esos servicios h:umarros paciente,
escok,r, cliente, ciudadano etr.).
Esta misma redacción de Ios elementos,
con esa alusión más general de persona, po-
drá ayudar a generalizar el estudio del sín-
drone en otras ocupaciones; probablemente
bastará con que el examinador añada en las
inslrucciones introductorias a que ese mismo
término de persona puede aludir a ese otro
tipo de sujetos que reciben los serwicios de
estas otras ocupaciones. En estos estudios la
preponderancia de los apuntamientos del
perfri puede variar y presentalr otros patro-
nes nlás ajuslados a dichas ocupaciones.
Estudios sobre el síndrome de estrés laborc¿l
t t sistenciul
que faciliten o reduzcan
la ocurrencia del
síndrome; dicha información podrá tener su
aplicación práctica en los procesos de reclu-
'tamiento, selección, formación y diseño de
puestos de trabajo.
a) Estudios correlacionales. En este sen-
tido podrá ser interesante el estudio de
Ios correlatos que pueden asocia.rse con el
síndrome, lo cual permitirá pistas (aun-
que no pruebas) de 1o que causa el síndro-
me y de sus consecuencias. Por ejenplo,
el síndrome ha sido relacionado con cier-
tos factores del ambiente de trabajo, tales
como volumen de la carpeta de expedien-
tes o de clientes en cursoJ rol de la red de
comunicaciones. mayor porcentaje de
tiempo de atención a los usuarios dei ser-
vicio, mayor difrcultad de los problenas
de los receptores del ¡ervicio, mayor con-
flicto de roles, distinta presión laboral,
bajo grado de apoyo de los companeros y
falta de oportunidad de promoción; el lec-
tor interesado en el detalle de estos estu-
dios puede consultar el Manual original
' (Masiach y Jackson, 1986). No obstante,
existen otras muchas características del
puesto de trabajo que son potencialmente
importantes para el síndrome del estrés
Iabora-l asistencial y aún no han sido es-
tudiadas.
También los rasgos de personalidad se
han puesto en relación con el presente
síndrome, pero es necesaria más investi-
gación para éIucidar las variables de per-
sonalidad nás significativamente impor-
tantes. El síndrome está relacionado con
las expectativas personales y las motiva-
ciones; y es probable que existal otras ca-
racterísticas individuales que resulten
también importantes. Es necesario tam-
bién araliza¡ algunas variables demográ-
hcas en relación con el síndrome en el
seno de las ocupaciones, porque dichas va-
riables pueden quedar asumidas en el tipo
de trabajo o en el nivel del plresto. Por
ejemplo, en el estudio de los docentes, d8'
los directivos y de los profesionales ds los
servicios sociales se ha obso¡y¿{o.una pe-
queña diferencia en cuanto al sexo en Ia
La inclusión del MBI en programas de
evaluación y estudios de investigación per-
mitirá una mejor comprensión de las varia-
bles cle tipo personal, social e institucional
27
escala de Despersonalización, en Ia que los
varones puntúan algo más que las muje-
resl sin enbargo, esta pequeña diferencia
no fue claramente ta¡ importalte como
otras variables para predecir el síndrome.
En términos de posibles resultados, eI
síndrome se ha puesto en relación con Ia
insatisfacción laboral, con unos defrcien-
tes resultados laborales, con la intención
de cambiar de trabájo, con la movilidad
laboral real, con los problemas familiares
y con una deficiente salud. Como en la
mavoría de estos estudios se han utiliza-
do autoinformes, sería muy conveniente
recoger datos con unas técnicas más obje-
tivas de los aspectos laborales, la salud y
la calidad de vida faniliar.
b) Inaestigación longitudin¿I. En la ma-
yoría de los análisis realizados sobre el
síndrome del estrés asistencial se ha es-
tudiado al sujeto en una sola ocasión (y
en una única muestra). No se han reali-
zado estudios de seguimiento durante va-
rios periodos de tiempo. Un estudio longi-
tudinal de este tipo permitiría obtener
una información nuy valiosa sobre ei de-
sarrollo y sucesivas fases del síndrome.
Aunque hay mucha especulación sobre
este parlicular. no hay datos puntuales
que apoyen dichas ideas.
Los estudios longitudinales tarnbién
podrian facilitar evidencia de una rela-
ción causal entre el síndrome y diferentes
factores personales y sociales. Por ejem-
plo, en un estudio correlacional (Maslach
y Jackson, 1982) se observó Ia relación
entre cotas elevadas del síndrome y es-
trategras de evitación de afrontamiento
ltales conro alejarse de las personas o de-
tener el cr-rrso del pensamiento cuando
éste ronda los temas laborales), mientras
que valores bajos en el síndrome se aso-
ciari a estrategias de afrontamiento social
(tales como hablar con las personas sobre
el trabaio o buscar ayuda). Sin embargo,
las relaciones causales subyagentes de es-
tos patronps correlaciones no son claras.
Tai vez sea más cierto el patrón inverso,
.,es decir, que diferentes estilos de afronta-
28
miento precipitan, exacerban o alivian los
sentimientos de estrés laboral asisten-
cial. O bien, es posible que sea un tercer
factor ei responsable de la correlación;
por ejemplo, ciertos rasgos de personali-
dad pueden mediar entre esos sentimien-
tos y los estilos de afrontamiento.
Finalmente, Ios estudios longitudina-
les son necesarios para demostrar la rela-
ción causal entre el síndrome y distintos
datos objetivos de la realidad ocupacio-
nal; dichos datos, a su vez. puede ser inr-
portantes para los profesionales que ofre-
cen servic ios humanos, Porque una
eüdencia de este tipo ayudaría a conven-
cer a los responsables de los recursos or-
ganizativos para hacer modificaciones
que podrían reducir Ia incidencra del sín-
drome. En esta Iínea podría estar el estu-
dio (empleando medidas cualitativas v
cuantitativas) del absentismo y del esta-
do de salud de los profesionales de ocupa-
ciones asistenciales.
Las autoras del MBI reconocen en su
Manual que sólo conocen un estudio de
este tipo con docentes, y las pun tuaciones
del MBI eran predictivas del desarrollo
de carrera y del posible abandono.
c) Eaaluación d.e las interaenciones- Uno
de los principales objetivos del estudio de
la probiemática deL síndrone del estrés ia-
boral asistencial es determin a-r unas es-
trategias efectivas para controlar dicho es-
trés. Una vez más, se observa que se citan
muchas ideas para manejar este estrés,
pero realmente no se aporta una evidencia
concreta sobre qué puntos son efectivos y
cuáles no lo son. El impacto a largo térrri-
no de cualquier intervención no es fácil de
evaluar (donde principalmente se requie-
ren estudios longitudinales), pero dichas
evaluaciones son esenciales para desarro-
llar futuras estrategias. 
, .
d,) Desa,¡rollo d.e la teoría. Gran partb-rfle1
trabajo realizado hasta el frnal de 13 déca-
da de los anos 80 sobre el. qiTd4qme no ha
tenido ur enfoque teónco, eriel sentido de
oue Ias variables estudiadas y las hipóte-
á n
srs propuestas no se han deducido clara-
mente de u¡a determinada teoría sobre el
estrés laboral asistencial. En alguna med!
da, esto ha sido debido a ia falta de unos
modelos bien elaborados en este camoo.
E1 MBI oriiginal fue diseñado para medir
este estrés en ocupaciones que dan apoyo y
a¡rda a personas, y por eso ta¡to en los es-
tudios originales como en los españoles se
ha aplicado a muestras de docentes. Existen
varias razones para este hecho.
En primer iugar, Ia profesión docente
es una de las más extendidas y en mayor
contacto con las personas cono receptores
de su actividad profesional. En segundo lu-
gar, la docencia ha venido exDerimentando
la presión de la sociedad pará intentar co-
rregir problemas sociales de toda índole
(por ejemplo, la, droga, el alcohol y el abuso
sexual), y el formar a los escolares en habi-
lidades y temas académicos fomenta unas
actividades de enriquecimiento personal,
da respuesta a las necesidades individuales
de los escolares con muy diferente nivel ap-
titudinal y facilita el desarrollo moral y éti-
co de los profesionales. En tercer lugar, se
está dando el hecho de ciue algunos profeso-
res abandonan la docencia, quemados por
la labor diaria, para iniorporarse en otras
actividades laborales.
Los análisrs de los resultados del MBI
en docentes ha mostrado la existencia de
condiciones personales, organizativas y del
propio rol del docente que aparecen relacio-
nadas con las tres escalas del MBL Se han
identificado algunos tenas recurrenres v ¡o-
davía no tienen respuesta algunas cuestio-
nes que merecen una investigación futura.
Ciertos factores del historial del docente
parecen predecir un aumento sigrrificativo
del síndrome, pero serían necedarios estu-
dios longitudinaJes para clarificar su influjo.
La edad, por ejemplo, ha resultado ser un
predictor significativo del Cansancio emocio-
Sin embargo, se hal aportado ya algunas